八旗子弟搓天下
给你一篇我刚写的 呵呵 仅供参考 (需要的话给你电子版 )关于我国城镇居民储蓄存款模型的计量经济分析 (我的姓名等信息就省略了啊 呵呵) 内容摘要:本文利用我国1978年以来的统计数字建立了可以通过各种检验的城镇居民储蓄率的模型,对我国城镇居民储蓄存款情况进行实证分析。通过对该模型的经济含义分析得出各种主要因素对我国城镇居民储蓄存款数量的影响程度,并针对我国城镇居民存款储蓄现状提出自己的一些建议。 关键词:居民储蓄存款 实证分析 主要因素 一、问题的提出 1978年以来,随着我国国民经济的飞速发展,我国的居民储蓄也出现高速增长的态势。进入90年代以后.我国居民储蓄存款余额始终保持在两位数的增长速度。我国居民储蓄存款持续增长这一经济现象引起国内理论界的广泛关注。这对我国经济的进一步增长有着有利的一面,但也会带来一定程度的负面影响。所以国家相继出台了一系列积极的财政和货币政策,以刺激国内消费和投资需求,分流储蓄,但是居民储蓄依然持续增加。由于居民的储蓄存款直接影响着居民的消费行为,影响着货币的供给量,进而间接影响着国家经济的发展,宏观调控的力度和效果,因此,对我国居民存款储蓄问题的深入研究就显得尤为重要,这有助于帮助大家认清现状,做出合理的决策。虽然我们作为本科阶段的学生对这个问题的理解和研究还不够深入和透彻,但对此问题的探索有利于我们更好的掌握专业知识,了解国情,提高实际操作水平和理论联系实际、发现问题、分析问题、解决问题的能力。 二、文献综述 我国有很多学者建立了许多的储蓄模型来分析各因素对居民储蓄的影响程度,但分析结论的差异很大。整理以前的研究成果,一个社会的储蓄总量受很多因数的影响,根据经典西方宏观经济学理论,储蓄水平主要受收入因数、利息率、物价水平、收入分配等因数的影响: 1.收入因数 收入是决定储蓄的重要因数,收入的变化会直接决定着储蓄的变化。在其他条件不变的情况下,储蓄与可支配收入之间存在着正方向的变化关系,即居民的可支配收入增加,储蓄量增加;个人可支配收入减少,储蓄量减少。可支配收入是指居民户在支付个人所得税之后,余下的全部实际现金收入。 2.利息率 传统经济学认为,在收入即定的条件下,较高的利息率会使储蓄增加。在本文中,我们选用的利息率是根据当年变动月份加权平均后的一年期储蓄存款加权利率。 3.物价水平 物价水平会导致居民户的消费倾向的改变,从而也就会改变居民户的储蓄倾向。本文用通货膨胀率来考察物价水平对储蓄率的影响。 4.收入分配 凯恩斯认为,收入分配的均等化程度越高,社会的平均消费倾向就会越高,社会的储蓄倾向就会越低。在国际上,衡量收入分配平均状况最常用的指数是基尼系数。 三、变量的选取及分析 目前我国正处于改革时期,各种不确定性因素很多。因而,要分析各种因素对中国居民储蓄行为的影响,必须立足于中国的国情。1998年后,中国经济运行进入了一种新的体制约束状态,出现了明显的供给过剩,需求对经济增长的约束与拉动作用明显增强,投资、消费膨胀的内在动力明显不足;同时,由于我国市场机制尚不健全,市场经济发育不成熟,市场体制的控制力还有限,从而不能形成一种有效地传导机制。市场化的改革对人们的经济行为、心理行为带来了很大影响,银行开始考虑贷款风险,投资者开始考虑投资回报,而消费者也开始考虑最佳的消费时机和预期收入。这说明,我们的微观经济层面已生长出一种内在的约束机制,然而社会各个方面对这些积极的因素还很不适应,微观主体内在约束机制较强与宏观经济市场传导机制不畅之间的矛盾,导致了投资行为受阻、消费行为审慎和储蓄持续稳定增长。当前影响我国居民储蓄的因素有很多,概括起来有以下几点:居民对社会经济形势的预期、可选择的投资渠道、信贷消费的发展、利率因素的影响、"假性"存款的影响、消费领域的信用等级、高收入阶层消费状况、就业形势压力、体制改革、居民收入水平等。 由于我现在的时间和能力有限,只能综合考虑,选取一部分变量进行研究,而且为了方便查找数据,只建立我国城镇居民储蓄存款模型进行研究。本文选用当年的收入增长率来考察收入因数对储蓄率的影响。用城镇居民的储蓄率作为被解释变量。另外还选取了中国1979年到2002年的各年的城镇居民收入的基尼系数、一年期储蓄利率和通货膨胀率作为解释变量。 四、数据及处理 本文模型数据样本为从1979-2002年。 年份 城镇居民储蓄率 城镇居民收入增长率 一年期储蓄利率 通货膨胀率 城镇居民基尼系数 1979 1980 1981 1982 1983 1984 1985 1986 1987 1988 1989 1990 1991 1992 1993 1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 数据来源:各年份的《中国统计年鉴》 注:Y代表城镇居民储蓄率 X1代表城镇居民收入增长率 X2代表一年期储蓄利率 X3代表通货膨胀率 X4代表城镇居民基尼系数 五、模型及处理 基于以上数据,建立的模型是: Y=β1+β2X1+β3X2+β4X3+β5X4+u β1度量了截距项,它表示在没有收入的时候人们也要花钱消费,储蓄率为负。 β2度量了当城镇个人可支配收入率变动1%时,储蓄增长率的变动。 β3度量了当利率变动一个单位,其实也就是1%时,储蓄的增量的变动。 β4度量了当通货膨胀率变动一个单位,储蓄增量的变动。 β5度量了基尼系数对储蓄率的影响。这也是本文的重点变量。 u是随机误差项。 对Y做回归 利用eviews最小二乘估计结果如下 Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C X1 X2 X3 X4 R-squared Mean dependent var Adjusted R-squared . dependent var . of regression Akaike info criterion Sum squared resid Schwarz criterion Log likelihood F-statistic Durbin-Watson stat Prob(F-statistic) 根据以上结果,初步得出的模型为 Y= +. 1.经济意义的检验 该模型可以通过初步的经济意义的检验,系数的符号符合经济理论。 2.统计检验 从表中可以看出,显然通货膨胀率的系数通不过T检验,R2=, 2值为,模型的拟合情况较好。F检验的值为,整个模型对储蓄率的增长影响是显著的。 3.多重共线性的检验 从F值可知此模型整体显著,但是分析各个变量后发现X1和X3不显著,可能存在多重共线性,运用消除多重共线性的逐步回归方法我们可以得到要放弃X3 这个变量,重新做回归分析得到: Y=β1+β2X1+β3X2+β5X4+u Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C X1 X2 X4 R-squared Mean dependent var Adjusted R-squared . dependent var . of regression Akaike info criterion Sum squared resid Schwarz criterion Log likelihood F-statistic Durbin-Watson stat Prob(F-statistic) 从新模型的整体效果来看,R值和F值都很好,而且各个变量的t统计量也表明各个变量对储蓄率的增长都有显著影响。 因此模型可设为Y= 4.异方差性检验 对新模型进行异方差性的检验,运用white检验,得到如下结果: White Heteroskedasticity Test: F-statistic Probability Obs*R-squared Probability Obs*R-squared的计算结果是,,由于选用的没有交叉乘积项的方式,所以自由度为7,在的显著水平下,查表得 (7)=〉,所以接受原假设,即该模型不存在异方差性。 5.自相关性的检验 从上表可知DW值为,且样本容量n=24,有三个解释变量的条件下,给定显著性水平 =,查D-W表得,d = =,这时有d
NightWish431
从上图可见,Obs*R-squared=,其Probability的值为<,说明回归方程存在异方差性。 克服异方差,如图 得到修正后的方程: Y= X1+ 。 3、序列相关性分析 经过异方差修正后发现,方程的Durbin-Watson stat值为,存在序列相关性。 运用EViews对上一步得到的方程进行序列相关性分析。 一阶滞后: 从上图可见ar(1)的回归系数非常显著,表明此模型存在一阶自相关。 二阶滞后: 由上图可见ar(2)的回归系数不显著,故该模型不存在二阶序列相关性。 三阶滞后: 由上图可见,ar(3)的回归系数不显著,表明该模型不存在三阶序列相关性。 采用广义差分法,运用EViews经过修正后,得到方程:Y= X1+ 。 4、随机变量分析 运用EViews对上一步得到的方程的残差与解释变量的相关性进行检验,如下表: RESID X1 X2 RESID 1 X1 1 X2 1 由上表可见,相关系数接近于零,不存在随机变量的影响。 通过上述检验修正,最终得到的回归方程为:Y= X1+ 。和初始方程相比无论是拟合优度还是参数t值都有显著地改善。 经过以上分析,得出的模型的回归方程表明,人均服务性消费支出的变化可以由人均生产总值、人均可支配收入的数值来解释: X1的回归参数表示,在其他条件不变的情况下,人均生产总值每增加1元,人均服务性消费支出增加元; X4的回归参数表示,在其他条件不变的情况下,人均可支配收入每增加1元,人均服务性消费支出增加元。 以此模型预测2010年的人均服务性消费支出,由统计年鉴可知2010年各解释变量的数值如下:X1=76074;X4=31838。代入模型中得Y=,误差率为,符合误差率的要求。综上所述,该模型可行,可将该模型运用于服务性消费支出。 通过运用该模型,我们可以根据现有已知的解释变量的数据,预测服务性消费支出的数量,从而可以根据现有情况对国家经济进行指导,及时调整相关政策,拉动国内需求, 减少经济发展对于出口贸易的依赖程度,缓解西方国家经济危机对于我国经济的冲击程度,有助于稳定国家经济发展,持续推动我国经济的平稳发展。
赵西法119
本文从人均收入的角度对高等教育成本分担进行了实证分析,得出我国高等教育的学费水平与农村居民家庭人均纯收入(城镇居民人均可支配收入)成正相关,进而探讨我国高等教育学费水平与社会实际承受力的适应性,最后分析我国高等教育成本分担对高等教育公平的影响并提出建议。 关键词:高等教育 成本分担 教育公平 上世纪80年代中后期,随着改革开放的不断深入和社会主义市场经济体制的逐步建立,我国经济高速发展,客观上要求扩大高等教育规模,对高等教育经费的需求迅速膨胀,而且财政拨款远不能满足日益增长的需要,导致当时高等教育经费严重紧缺。1989年国家出台了《关于普通高等学校收取学杂费和住宿费的规定》,高等教育成本分担(以下简称成本分担)制度开始在高校中进行试点,逐步推广,如今各高校已经全面实行了收费制度。在教育制度改革初期,推行成本分担政策对缓解高校经费紧张状况,改善办学条件起了巨大的作用,为高校大规模的扩招奠定了基础。 但高校在实行收费制度不过十几年的时间里,收费标准提高较快,以1990至2001年为例,学生人均学杂费由最初的不足100元上涨到2001年的将近4000元,1998年以前,历年学生人均学杂费均低于农村家庭人均纯收入,而到1998年两者基本持平,1999-2001年间前者已经超过了后者,差距逐年增大,且增大的速度相当快(见表1)。近几年,不断上涨的学费让工薪家庭越来越感觉负担沉重,农村贫困家庭更是难以承受。如何确定合理的收费标准以保证高等教育公平(以下简称教育公平),让贫困家庭子女不因经济条件而丧失接受高等教育的机会已为专家学者和社会各界倍加关注。 论文中心-免费论文 本文拟从我国普通高等学校生均学杂费与同期农村居民家庭人均纯收入(城镇居民人均可支配收入)之间的关系入手,探讨我国高等教育学费水平与社会实际承受力的适应性,分析我国高等教育成本分担对高等教育公平的影响并提出政策建议。 成本分担影响教育公平的理论分析 成本分担是指教育成本由各个方面共同来承担,一般认为承担方主要包括:学生的家长、学生本人、政府、工商企业等。本文中的成本分担主要指学生家长和学生本人以缴纳学杂费的形式对教育成本进行部分补偿。教育公平主要是指在高考分数达到国家规定录取线的前提下,家庭经济条件不同的学生享有同等接受高等教育的机会,即贫困家庭子女接受高等教育的机会不应由于经济原因而受影响。 我国成本分担的主要形式是收取学杂费,新中国成立后相当长的时间里,基本上实行免费的高等教育。现在我国人民生活水平大大提高了,让受教育者分担部分教育成本已成为可能。由免费到收费的转变是发展高等教育的需要,但一般说来,人们普遍认为收费在一定程度上限制了青年人接受高等教育的机会,因而主张收费越低越公平,最好是免费,这样就不会有人因为交不起学费而不能够上大学。 然而西方学者经过对免费的高等教育反思和验证后,认为免费高等教育不利于教育公平,理由有二:首先,免费高等教育实际上是用纳税人的钱来供富有家庭的子女接受高等教育。如果高等教育实行免费,高等教育经费则需由主要来源于税收的国家财政供给,而富有家庭的子女由于各种有利因素往往比其他阶层的子女有相对较多的接受高等教育的机会,因此,免费高等教育实质上是让富有家庭的子女占有了其他阶层子女应该享用的国家对高等教育的投入。其次,接受高等教育会使个人获得较高的收益,免费的高等教育是在用国家的钱为个人投资,因而对没有接受高等教育的人是不公平的。 Ufile,你的论文中心 那么,收费能够使教育变得更加公平吗?运用一分为二的观点来观察,收费对公平起着双重作用:一方面,收费可以改善高校的办学条件,扩大招生规模,增加贫困学生的入学机会,有利于教育公平;另一方面,收费对贫困学生必然产生不利影响,学费水平的上涨除了有可能使贫困学生因为支付不起学费而失去接受高等教育的机会之外,即使上了大学,但由于经济原因而被迫放弃就业前景好而收费相对较高的专业,不得不选收费相对较低,就业前景较差的专业。此外,学费上涨还会对初等教育学生的学习动力和学历层次的选择产生影响,那些处于偏远贫困地区的学生可能会由于高额的学费对大学教育望而却步。主要由于经济原因而放弃接受高等教育的机会,显然是不公平的。因此,只有收费水平与受教育者的承受力相适应时才有利于公平,否则,收费将会产生消极作用。那么,我国当前所收费标准是否影响了教育公平呢? 论文中心-免费论文 成本分担影响教育公平的实证分析 本文利用表1数据,对高等学校学费水平作实证分析,并提出如下假设:高等学校的生均学杂费与农村居民家庭人均纯收入(城镇居民可支配收入)成正相关。 为了检验上述假设,建立了以下计量模型,选择生均学杂费对农村居民家庭人均纯收入、生均学杂费对城镇居民人均可支配收入的双对数函数作为回归函数的形式,即lny=a1+b1lnx1+u1 (1)和lny=a2+b2lnx2+u2 (2),其中,a、b为参数,u为随机扰动项。y、x1、x2、分别表示生均学杂费、农村居民家庭人均纯收入和城镇居民人均可支配收入。不考虑学费确定的滞后性,以同一年度的数据代入假设模型。根据上面构造的模型和已经收集的数据,并运用经济计量分析软件中的普通最小二乘法(OLS)估计方程,得到如下结果:学费水平与农村居民家庭人均纯收入(或城镇居民人均可支配收入)成正相关。 论文中心-免费论文 学费水平对农村居民家庭人均纯收入的估计方程为:lny= (),通过校正,获得有效估计量,D-W统计量为,其他各项统计检验均在的显著水平上通过,表明回归分析的结果是可靠的。R2=,b1的系数为(t统计值为),说明y(学费水平)对x1(农村居民家庭人均纯收入)高度相关,其估计弹性是,即在保持其他条件不变的情况下,农村居民家庭人均纯收入每增长1%,学生人均学杂费就增长。a1为(t统计值为),这似乎是非常可笑的,因为它表示农村居民家庭人均纯收入为零时,学生人均学杂费将是负值,但我们可以这样理解,在1990-2001年间我国没有任何一个时期的农村居民家庭人均纯收入为零,这有助于解释零农村居民家庭人均纯收入值预测的不明智性(估计方程中的a2为负值与此类似)。 经检验,对y值的预测效果比较理想。学费水平对城镇居民人均可支配收入的估计方程为:lny= (),b2=(t统计值为),其回归分析和预测类似于学费水平对农村居民家庭人均纯收入的分析、预测,不再赘述。 Ufile,你的论文中心 从以上实证结果可以看出, b1和b2这两个数字已经非常大了,它们说明相对于农村居民家庭人均纯收入(城镇居民人均可支配收入)的增长,学费的增长太快了,即在保持其他条件不变的情况下,教育成本中学生须分担的那一部分的增长速度将近是农村居民家庭人均纯收入增长速度的3倍,是城镇居民人均可支配收入增长速度的2倍多。 在一定程度上学费的快速增长已经影响了居民的生活水平。相对于增长过快的学费,有子女上大学的城市贫困家庭及农村低收入家庭就感觉难以承担高昂的学费。于是就有可能出现贫困家庭的子女由于经济原因而失去本应接受高等教育(或更好的高等教育)的机会。由此可见,目前我国高等教育的收费标准确实影响了教育公平。 政策建议 综合以上分析,我国目前所实行的高等教育成本分担政策在促进高等教育制度改革,多渠道筹措教育经费,改善办学条件等方面都起到了积极作用,但近些年增长过快的学费在一定程度上影响了教育公平。对此提出以下几点建议: 论文中心-免费论文 确立正确的思想观念,即教育是产业但不应产业化,学校不应企业化。教育作为产业,虽然应该引入市场机制以提高管理水平,但教育同时又属于“准公共产品”,具有巨大的外部公益性,政府理应有巨大的公共投入。所以学校作为非盈利机构,利润最大化不能成为其主要目标,不应盲目提倡教育产业化。 建立向低收入家庭倾斜的、多种形式的学生资助体系。我国目前的学生资助体系还很不完善,建立完善的资助体系应当作为实行成本分担政策的重要配套措施。它在一定程度上能够帮助贫困生顺利完成学业,保证教育公平。 把实行成本分担所节约的资金用于提高贫困地区基础教育的质量。扩展贫困学生大学前受教育的机会,提高其大学前受教育的质量,是实现高等教育公平的重要条件,把实行成本分担所节约的资金应用于这一方面,将会促使不同地区的学生接受高等教育的机会更加均等。 Ufile,你的论文中心 教育公平是一个复杂的问题,它受到多方面因素的制约,包括社会历史原因、经济发展的不平衡性、地区差距、城乡差别等,这些影响教育公平的因素不可能一朝消失,要改变贫困面貌也是一个长期的过程,需要多方面努力。因此,在我国目前教育经费还十分紧缺的情况下,会继续执行成本分担政策,在这个问题上,政府一方要根据我国国情制订恰当的收费标准,学生一方也应对成本分担政策给予理解,共同努力,尽最大可能保证教育公平。
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